Participaram do estudo 391 adolescentes do sexo feminino e masculino, com idades variando entre 13 e 19 anos (M = 15,12; DP = 1,37) independente de raça, nível socioeconômico e escolaridade. Os adolescentes foram localizados por conveniência em escolas públicas e privadas da cidade de Porto Alegre.
Instrumentos
Para caracterizar os participantes do estudo, foi utilizada uma Ficha de Dados Pessoais e Sociodemográficos (Anexo C), elaborada exclusivamente para este estudo. O objetivo de tal instrumento, constituído por 32 questões, foi a de obter dados gerais e sobre o histórico médico/psicológico do adolescente e sua família.
Também foram utilizados o Inventário de Depressão de Beck–II (BDI–II) e a Escala de Desesperança de Beck (BHS). Especificamente sobre o BDI–II, cabe lembrar que é um instrumento que tem a finalidade de medir a intensidade da depressão para pacientes psiquiátricos e pessoas da população em geral. Foi desenvolvido por Beck et al (1996a) e é originário de uma revisão substancial da primeira versão do instrumento. Possui 21 itens, e para cada um deles há quatro (com escore variando de 0 a 3) afirmativas de resposta (com exceção dos itens 16 e 18, em que existem sete afirmativas, sem, contudo
34
variar o escore), entre as quais o sujeito escolhe a mais aplicável a si mesmo para descrever como esteve se sentindo nas “duas últimas semanas, incluindo o dia de hoje” (Beck et al, 1996a, p. 7). Estes itens dizem respeito a níveis de gravidade crescentes de depressão, e o escore total é resultado da soma dos itens individuais, podendo alcançar o máximo de 63 pontos. A pontuação final é classificada em níveis mínimo, leve, moderado e grave, indicando assim a intensidade da depressão.
A BHS é uma escala que mede a dimensão do pessimismo ou da extensão das atitudes negativas frente ao futuro (Beck & Steer, 1993b). É uma escala dicotômica que engloba 20 itens, consistindo em afirmações que o sujeito deve examinar e classificar, cada uma como certa ou errada, para descrever sua atitude na direção da desesperança “na última semana, incluindo hoje” (Cunha, 2001, p.16). O seu escore total é resultado da soma dos itens individuais. Na sua versão em português, a BHS (Cunha, 2001) foi testada em amostras clínicas e na população geral, demonstrando dados satisfatórios de fidedignidade e validade.
Procedimentos de coleta e de análise dos dados
Após a aprovação do projeto deste estudo pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Pontifícia Universidade Católica do Rio Grande do Sul – PUCRS, foram realizados contatos com instituições escolares públicas e privadas de Porto Alegre que possuíssem alunos com idades entre 13 e 19 anos, para obter a autorização necessária para a testagem dos estudantes. Previamente à administração dos instrumentos, foi encaminhada uma carta aos pais e/ou responsáveis (ver Anexo D) dos alunos menores de 18 anos, acompanhada de um Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (ver Anexo E), com o objetivo de explicar a natureza e relevância do trabalho a ser desenvolvido, bem como obter – dos pais e/ou responsáveis – autorização de participação dos adolescentes.
Após a assinatura do consentimento dos pais e/ou responsáveis, cada adolescente, também, assinou seu próprio consentimento de aceitação em participar da pesquisa (ver Anexo F). Tanto a carta para os pais quanto o consentimento informado dos pais e dos adolescentes foram impressas em duas vias, permanecendo uma cópia com a pesquisadora e outra com os sujeitos da pesquisa. Tendo havido a devida aceitação na participação do estudo, a administração dos instrumentos foi realizada na própria instituição de ensino do adolescente, de forma coletiva, durante o horário escolar. Ainda, para o estudo de teste- reteste foram sorteados 98 adolescentes que, com prévio consentimento, responderam novamente num intervalo de 7 dias ao Inventário de Depressão de Beck–II. Vale destacar
que foi explicitado e garantido tanto aos pais e/ou responsáveis como aos adolescentes o sigilo quanto à identificação pessoal dos participantes. Contudo, a Ficha de Dados foi nominal com o único objetivo, caso constatado algum indício marcante (nos escores da BDI–II e/ou da BHS) de problemática mais grave, de efetuar o encaminhamento necessário para o serviço conveniado em função deste trabalho de pesquisa.
Todas as informações coletadas, a partir dos instrumentos, foram organizadas em banco de dados no programa estatístico Statistical Package for the Social Sciences SPSS, versão 11.0, e analisadas a partir de técnicas de estatística descritiva e inferencial. Em relação à caracterização da amostra, as variáveis qualitativas foram descritas através de freqüências absolutas (n) e freqüências relativas (%). Para o estudo de fidedignidade na avaliação da consistência interna foi utilizado o teste de Alfa de Cronbach (α), assim como foi calculada a correlação item-total corrigido. No processo de verificação da estabilidade temporal do Inventário, utilizou-se a análise do Coeficiente Correlação Intraclasse, e, para a análise item a item na avaliação teste-reteste, o teste de Spearman. Quanto à análise das variáveis quantitativas, foram apresentadas através da média (M) e desvio padrão (DP) ou da mediana e intervalo interquartil, dependendo de sua distribuição. Utilizou-se, ainda, teste não paramétrico (Teste Mann-Whitney) para comparar o escore total do BDI–II em relação a variáveis dicotômicas, como sexo, escolaridade e tipo de escola. Para a variável gênero, foi realizada a correlação entre resultado final do BDI–II e a variável idade através do teste de Pearson. Por fim, para a avaliação da validade de construto, foi aplicada a correlação de Pearson entre o BDI–II e o BHS. Para a validade fatorial, optou-se pela rotação varimax. O grau de significância utilizado para a análise dos dados foi de p≤0,05 ou p≤0,001.
RESULTADOS
A idade média dos participantes deste estudo foi de 15,12 anos (DP=1,37), sendo 161 (41,2%) do sexo masculino, e 230 (58,8%) do sexo feminino. A média de idade para os meninos foi de 15,27 (DP = 1,46) e para as meninas foi de 15,01 (DP = 1,29). Todos os adolescentes eram provenientes de escolas públicas ou privadas da cidade de Porto Alegre, sendo 92 (23,5%) do ensino fundamental e 299 (76,5%) do ensino médio. As Tabelas 1 e 2 mostram, mais detalhadamente, a caracterização da amostra por idade e série escolar. Do total da amostra, 80 (20,5%) adolescentes repetiram alguma série escolar e 23 (5,8%) repetiram mais de uma vez.
36 Tabela 1. Distribuição, em termos de freqüência, porcentagem e percentual
cumulativo dos adolescentes pesquisados por idade (N=391)
Idades Freqüência % Percentual Cumulativo
13 anos 66 16,9 16,9 14 anos 61 15,6 32,5 15 anos 90 23,0 55,5 16 anos 125 32,0 87,5 17 anos 36 9,2 96,7 18 anos 10 2,6 99,2 19 anos 3 0,8 100,0 Total 391 100,0
Tabela 2. Distribuição, em termos de freqüência, porcentagem e percentual cumulativo da série atual freqüentada pelos participantes do estudo (N=391)
Série Freqüência % Percentual
Cumulativo 5ª Série do Ensino Fundamental 1 0,3 0,3 6ª Série do Ensino Fundamental 2 0,5 0,8 7ª Série do Ensino Fundamental 26 6,6 7,4 8ª Série do Ensino Fundamental 63 16,1 23,5
1ª Série do Ensino Médio 97 24,8 48,3
2ª Série do Ensino Médio 109 27,9 76,2
3ª Série do Ensino Médio 93 23,8 100,0
Total 391 100,0
Ainda com relação aos dados sociodemográficos, do total da amostra, 99,2% eram solteiros, 68,8% moravam com os pais, 22,8% moravam apenas com a mãe, 2,6% moravam só com o pai, e 1,3% morava sozinho. Somente 25 (6,4%) adolescentes referiram exercer atividade de trabalho fora do horário escolar.
Quanto à história de doenças físicas e psicológicas dos adolescentes e de suas famílias, constata-se que 57 (14,6%) adolescentes registraram sofrer de algum problema de saúde em geral, e 19 (4,9%), de algum problema psicológico. Contando com 54 adolescentes que especificaram o problema (3 deles não especificaram), o problema de saúde geral mais freqüente foi de doenças respiratórias (asma e bronquite), seguido das alergias, como rinite, somando 34 (63,0%) ocorrências. Quanto aos problemas psicológicos
mais indicados na ficha de dados, dos 19 adolescentes, 8 (42,1%) deles mencionaram sofrer de problemas relacionados ao humor, 4 (21,1%), de problemas relacionados à ansiedade e 5 (26,3%), de dificuldades de atenção e aprendizagem. Ainda, 128 (32,7%) adolescentes apontaram que fizeram ou faziam tratamento médico e/ou psicológico, e 53 (13,6%) utilizavam algum tipo de medicação, mas sem especificação destas.
Quanto à família dos adolescentes, 50 (12,8%) deles indicaram que algum membro possuía doença física, e 31 (7,0%) referiram que algum familiar apresentava doença mental. Mais especificamente, 149 (38,1%) aludiram que existia história de depressão na família, sendo a freqüência maior nas mães (14,3%) e em um dos avós (10,5%). Outro dado relevante é que 40 (10,2%) adolescentes assinalaram história de suicídio na família. Também constatou-se que 223 (57,0%) dos 389 jovens (dois deles não responderam a essa questão) indicaram que não fumavam e 139 (35,5%) nunca haviam fumado. Com relação ao uso de álcool, também contando com o universo de 389 sujeitos, pois dois não responderam a questão, 166 (42,5%) disseram que não costumavam beber e 51 (13,0%) nunca haviam bebido. Porém, 148 (37,9%) indicaram que bebiam somente nos finais de semana e festas.
A estimativa de fidedignidade, baseada no Coeficiente Alfa de Cronbach do BDI–II neste estudo, foi de 0,86, o que pode ser interpretado como satisfatório, demonstrando que o instrumento possui um bom nível de precisão para medir intensidade de depressão. Na Tabela 3, são apresentadas as médias, os desvios padrão, as correlações entre item e total corrigido, assim como o Coeficiente Alfa de Cronbach retirando-se cada um dos itens. É possível constatar que a totalidade dos itens do instrumento apresenta uma relação positiva e substancial com o escore total corrigido, com um nível de significância de p<0,001.
Tabela 3. Médias, desvios padrão, correlações item e total corrigido e coeficiente de fidedignidade do BDI–II em adolescentes entre 13 e 19 anos de idade (N=391)
Item Média DP rtot * Coeficiente Alfa
de Cronbach se o item for excluído
1. Tristeza 0,24 0,55 0,49 0,86 2. Pessimismo 0,32 0,61 0,47 0,86 3. Fracasso passado 0,40 0,74 0,49 0,85 4. Perda de prazer 0,34 0,59 0,40 0,85 5. Sentimentos de culpa 0,50 0,62 0,49 0,85 6. Sentimentos de punição 0,43 0,83 0,42 0,86
38
7. Auto-estima 0,39 0,81 0,58 0,85
8. Autocrítica 0,77 0,77 0,43 0,85
9. Pensamentos ou desejos suicidas 0,17 0,47 0,42 0,86
10. Choro 0,62 0,97 0,49 0,85 11. Agitação 0,65 0,87 0,28 0,86 12. Perda de interesse 0,35 0,60 0,48 0,85 13. Indecisão 0,84 0,97 0,47 0,85 14. Desvalorização 0,32 0,71 0,48 0,85 15. Falta de energia 0,47 0,63 0,40 0,85
16. Alterações no padrão do sono 0,88 0,79 0,31 0,86
17. Irritabilidade 0,60 0,78 0,48 0,85
18. Alterações de apetite 0,76 0,84 0,41 0,85 19. Dificuldades de concentração 0,67 0,80 0,36 0,86 20. Cansaço ou fadiga 0,58 0,70 0,46 0,85 21. Perda de interesse por sexo 0,10 0,42 0,28 0,86
Total 10,38 7,93
Fidedignidade 0,86
* p<0,001
Após um intervalo de sete dias em cada uma das escolas em que o estudo foi desenvolvido, realizou-se um procedimento de sorteio para definir quais adolescentes participariam do reteste do BDI–II. Assim, foi possível estabelecer a estimativa da correlação entre teste e reteste em 98 adolescentes, que foi de 0,87 (p=0,000). Tal coeficiente de correlação denota que o BDI–II permite a obtenção consistente de um padrão de resposta ao longo do tempo. Ainda constatou-se que, entre os itens, houve uma concordância em nível significativo entre a primeira e a segunda aplicação, com valores variando, em sua maioria, entre moderados e satisfatórios. Na Tabela 4, é possível visualizar o percentual de concordância dos itens entre teste e reteste, com a maioria desses próximo ou superior a 70%.
Tabela 4. Percentual de Concordância dos itens entre teste-reteste (N=98)
Item Percentual de
Concordância
Spearman*
1. Tristeza 77,55 0,45
3. Fracasso passado 71,43 0,49 4. Perda de prazer 73,47 0,46 5. Sentimentos de culpa 75,51 0,63 6. Sentimentos de punição 72,45 0,61 7. Auto-estima 75,51 0,59 8. Autocrítica 58,16 0,45
9. Pensamentos ou desejos suicidas 86,73 0,60
10. Choro 72,45 0,52 11. Agitação 58,16 0,46 12. Perda de interesse 77,55 0,64 13. Indecisão 56,12 0,43 14. Desvalorização 76,53 0,60 15. Falta de energia 67,35 0,50
16. Alterações no padrão do sono 61,22 0,57
17. Irritabilidade 57,14 0,47
18. Alterações de apetite 56,12 0,34
19. Dificuldades de concentração 59,18 0,49
20. Cansaço ou fadiga 65,31 0,50
21. Perda de interesse por sexo 95,92 0,76 * p< 0,001
Com base no cálculo de quartis para escores totais para esta amostra, dividindo-a uniformemente em quatro categorias, para que se possa avaliar a distribuição dos dados, encontra-se que a mediana foi de 9,00 pontos, enquanto o 1º quartil foi de 5,00 (aproximadamente 25% da amostra estão abaixo deste valor) e, no 3º quartil, foi de 14,0 pontos (aproximadamente 75% da amostra estão abaixo deste valor). Utilizando-se a nomenclatura (mínimo, leve, moderado e grave) do BDI–II, para nomear cada divisão dos quatro quartis, obteve-se a seguinte configuração da distribuição dos escores desta amostra: Mínino (0-5); Leve (6-9); Moderado (10-14); Grave (15-63).
Empregando os pontos de corte descritos no manual americano do BDI–II (Beck et al., 1996a), através da análise de freqüência para obtenção do percentual de presença de sintomas de depressão, caracterizando assim sua intensidade, para o presente estudo e com esta amostra, constatou-se que do total de 391 sujeitos, 291 (74,4%) pontuaram no nível mínimo de depressão e 47 (12,0%) pontuaram no nível leve. Dentre os moderados e
40
graves, encontram-se 53 adolescentes (13,5%), dos quais 40 pontuaram no nível moderado e 13 no nível grave. Os dados podem ser mais bem visualizados na Tabela 5.
Tabela 5. Distribuição dos escores do BDI–II para os adolescentes, da amostra, entre 13 e 19 anos (N=391)
Nível Freqüência % Percentual Cumulativo
Mínimo 291 74,4 74,4
Leve 47 12,0 86,4
Moderado 40 10,2 96,7
Grave 13 3,3 100,0
Total 391 100,0
Procurando examinar a existência de efeitos da variável idade sobre os escores totais do BDI–II nesta amostra, constata-se que esta variável, apesar de positivamente correlacionada, não mostrou significância estatística. Contudo, quando verificada a correlação entre o escore total do BDI–II e a variável idade para o grupo de adolescentes do sexo masculino e para o grupo de adolescentes do sexo feminino, nota-se que esta correlação é positiva e significativa apenas no grupo feminino (r = 0,134; p = 0,043), ou seja, quanto maior a idade da menina, maior sua pontuação. O grupo masculino apresentou uma correlação fraca e não significativa.
Dividindo, então, a amostra em dois grupos, meninos e meninas, e comparando cada um com o escore total do BDI–II, através do cálculo de mediana e quartis, constata-se que as meninas obtiveram uma pontuação maior que os meninos no escore final do Inventário, e que tal diferença é significativa. Esses resultados estão representados na Tabela 6.
Tabela 6. Distribuição do escore final do BDI–II na amostra segundo sexo masculino e feminino (N=391)*
Sexo Masculino (N=161) Feminino (N=230)
1º quartil 4,0 5,0
Mediana 8,0 10,0
3º quartil 12,0 15,0
*Teste Mann-Whitney: p = 0,024
Quanto à variável tipo de escola, os resultados encontrados em relação aos quartis demonstram que os alunos das escolas públicas tiveram uma tendência de pontuar mais
alto no BDI–II, e que esta diferença é significativa. A Tabela 7 apresenta a mediana e o 1º e 3º quartil para cada um dos tipos de escola.
Tabela 7. Distribuição do escore final do BDI–II na amostra segundo o tipo de escola (N=391)*
Tipo escola Escola Pública (N=137) Escola Privada (N=254)
1º quartil 5,5 4,0
Mediana 10,0 8,0
3º quartil 16,0 13,0
* Teste Mann-Whitney: p=0,038
Realizando as mesmas análises, mas agora para a variável escolaridade, observa-se que os alunos do ensino médio pontuaram mais alto no BDI–II do que os alunos do ensino fundamental, porém tal diferença não é estatisticamente significativa (Tabela 8).
Tabela 8. Distribuição do escore final do BDI–II da amostra quanto a escolaridade (N=391)
Escolaridade Ensino Fundamental (N=92) Ensino Médio (N= 299)
1º quartil 4,00 5,00
Mediana 8,00 9,00
3º quartil 13,00 14,00
Segundo Beck et al. (1997), a desesperança é um dos componentes da tríade cognitiva da teoria da depressão de Beck. Com base nessa hipótese de que a depressão apresenta relação significativa com o construto desesperança, foi possível fazer uma estimativa de correlação entre a BHS e o BDI–II para determinar a validade convergente deste último instrumento. Assim, a estimativa de correlação entre estas duas medidas resultou em r = 0,60 (p=0,000), podendo, assim, ser classificada como de nível moderado.
Numa análise fatorial do BDI–II, com rotação varimax dos 21 itens do BDI–II, na amostra total em estudo, foi possível extrair quatro fatores, com raízes superiores a 1; a solução fatorial explicou 47% da variação total. Estes dados encontram-se disponíveis na Tabela 9.
42 Tabela 9. Análise fatorial dos itens da BDI–II, raízes características e porcentagem
de variância explicada (N=391)
Fator Raiz característica % de variância explicada % de variância cumulativa 1 5,87 16,783 16,783 2 1,61 12,372 29,155 3 1,26 10,127 39,282 4 1,14 7,745 47,027
As Tabelas 10 a 13 mostram os itens que mais contribuem para a composição de cada um dos fatores, acompanhado do seu referente peso neste fator.
Tabela 10. Fator 1 Sintomas de caráter afetivo e de desinteresse pela vida
Item Peso
7. Auto-estima 0,695
9. Pensamentos ou desejos suicidas 0,659
14. Desvalorização 0,651 2. Pessimismo 0,582 1. Tristeza 0,579 3. Fracasso passado 0,576 5. Sentimentos de culpa 0,490 12. Perda de interesse 0,443 8. Autocrítica 0,424
Tabela 11. Fator 2. Sintomas que refletem queixas somáticas e afetivas
Item Peso
20. Cansaço ou fadiga 0,763
15. Falta de energia 0,716
16. Alterações no padrão do sono 0,591
4. Perda de prazer 0,497
17. Irritabilidade 0,416
Tabela 12. Fator 3. Sintomas vinculados a aspectos de desempenho e somáticos Item Peso 11. Agitação 0,606 19. Dificuldades de concentração 0,597 6. Sentimentos de punição 0,562 13. Indecisão 0,501 18. Alterações de apetite 0,391
Tabela 13. Fator 4. Sintomas que mostram atitudes afetivas
Item Peso 21. Perda de interesse por sexo 0,705
10. Choro 0,476
DISCUSSÃO
O estudo das propriedades psicométricas é um dos parâmetros necessários para qualidade técnica e ética de instrumentos destinados à avaliação psicológica, e a sua não verificação e comprovação implica um não reconhecimento científico do instrumento. Para ser considerado legítimo, qualquer teste, escala, inventário, ou seja, qualquer instrumento de medida deverá apresentar evidências empíricas de sua validade e fidedignidade (Pasquali, 2001). A importância da avaliação destes dois atributos reside justamente no objetivo de se construírem instrumentos de avaliação – que estes sejam medidas precisas (fidedignidade) e que meçam realmente o que se pretende medir (validade).
Instrumentos construídos em outros países, como é o caso do BDI–II, e adaptados para outros contextos culturais, após procedimentos adequados de tradução e adaptação, devem ser reavaliados quanto a sua fidedignidade (Fachel & Camey, 2000). Para isso, foram utilizadas duas formas: a avaliação da consistência interna, através do Coeficiente Alfa de Cronbach, e a análise da estabilidade no tempo, obtida pela correlação entre teste e reteste.
No que diz respeito à consistência interna, o Coeficiente Alfa identificado – 0,86 – é considerado satisfatório, pois, como afirmam Fachel e Camey (2000), ainda que não se tenha nenhum teste de significância estatística para o Alfa de Cronbach, o usual é considerar como um limite inferior aceitável o valor de 0,70. Conforme os mesmos autores, “quanto mais próximo de 1 for o valor do coeficiente, melhor a fidedignidade do
44
teste” (p.162). Esse resultado é muito próximo ao encontrado em outros estudos do BDI–II (Beck et al., 1996a; Steer & Clark, 1997; Dozois et al., 1998; Steer, Kumar, Ranieri, & Beck, 1998; Whisman et al., 2000; Coelho, Martins & Barros, 2002; Kojima et al., 2002; Sanz et al., 2003a; Osman, Kopper,Barrios, Gutierrez & Bagge, 2004; Ghassemzadeh et al., 2005; Alansari, 2005) com amostras de adolescentes e adultos. Assim, mais uma vez, é possível reafirmar a excelente qualidade (precisão) do Inventário para medir a intensidade da depressão.
Especificamente no que diz respeito ao coeficiente de correlação item total corrigido, utilizado também para a análise da consistência interna, os dois itens que apresentaram o menor valor foram o item 11, agitação (rtot 0,277), e o item 21, que avalia perda de interesse por sexo (rtot 0,28). Em se tratando especialmente deste último item, outros pesquisadores também evidenciaram este como sendo um dos de menor valor de correlação com o total do Inventário (Beck et al., 1996a; Whisman et al., 2000; Kojima et al., 2002; Sanz et al., 2003a; Ghassemzadeh et al., 2005; Alansari, 2005). Contudo, em nenhum destes estudos é discutido uma explicação para tal achado. Entretanto, entende-se que este item aborda uma temática bastante mobilizadora para a faixa etária em que o presente estudo foi desenvolvido, uma vez que o período da adolescência é o momento em que a sexualidade está altamente aflorada, pelas mudanças corporais e hormonais. Exatamente por ser um assunto que desperta sentimentos intensos nos jovens, é que se pode compreender que a maioria dos adolescentes da amostra pontuou 0 para esta questão (somente 24 pontuaram do total de 391 sujeitos), influenciado assim na baixa correlação alcançada.
Já o item com maior correlação item-total corrigido, como para Beck et al. (1996a), este foi o correspondente a auto-estima (questão 7). A baixa auto-estima atua como um fator de risco para o desenvolvimento e manutenção da depressão. Para Beck et a.l (1997), crenças negativas sobre si é um dos três componentes centrais da depressão, ou seja, desempenha um papel fundamental em sua compreensão e não apenas uma manifestação sintomática.
Todos os itens (ver Tabela 3) alcançaram números próximos ou superiores a 0,30. Neste sentido, Alansari (2005) afirma que, quando se tem um número restrito de alternativas de classificação para cada item, no caso de 0 a 3 pontos, já se pode considerar correlações entre 0,30 e 0,50 como sendo substanciais. Se algum dos itens mostra uma correlação item-total corrigido menor do que 0,11, então, certamente uma nova tradução do instrumento original deve ser realizada, ou uma modificação de itens deve ser
considerada. Outro dado que confirma que a tradução da escala foi realizada de maneira exitosa é que, observando a última coluna da Tabela 3, o Alfa de Cronbach, se retirássemos cada um dos itens, não aumentaria em relação ao alcançado considerando todos os itens.
Quanto à estabilidade temporal do Inventário, a Tabela 4 mostra que a maioria dos itens obteve um percentual de concordância acima de 70%. Já o coeficiente de correlação entre teste e reteste foi de 0,87. Esse resultado mostra um alto grau de estabilidade temporal, assim como é superior ao único estudo (Ghassemzadeh et al., 2005) encontrado, que realizou a análise da estabilidade temporal em população não-clínica e obteve uma correlação entre teste e reteste de 0,73. Mesmo comparado a estudos com populações clinicas, os quais, de acordo com Ghassemzadeh et al., (2005), tendem a apresentar correlações mais altas, o resultado foi bastante próximo, uma vez que Beck et al. (1996a) e Sprinkle et al. (2002) obtiveram, respectivamente, os valores 0,93 e 0,96.
No que tange às médias alcançadas nos escores finais, as pesquisas não diferem muito em resultados. Os autores do instrumento (Beck et al., 1996a) encontraram uma pontuação média nos escores finais do BDI–II de 12,56 (DP = 9,93), no universo de 120 estudantes. Na investigação conduzida por Dozois et al. (1998), a média ficou em 9,11 com um desvio padrão de 7,57, variando entre 0 e 56 pontos. Steer e Clark (1997) obtiveram a média de 11,90 (DP = 8,10) para 160 estudantes do primeiro ano do curso superior de